農村產業融合發展與家庭相對貧困治理

陳飛 李玲

[摘 要：農村產業融合作為現代化經濟體系建設中的重要創新發展理念，是鞏固拓展脫貧攻堅成果和全面推進鄉村振興的關鍵引擎，研究其與家庭相對貧困治理的內在關聯具有重要現實意義。鑒于此，本文對農村產業融合發展的制度背景進行梳理，在地級市層面上構建農村產業融合發展指標評價體系，并結合2012年、2014年和2016年中國勞動力動態調查數據，采用雙向固定效應模型和工具變量兩階段估計分析農村產業融合發展對家庭相對貧困的影響及作用機制。研究發現，農村產業融合發展可以顯著降低家庭陷入相對貧困的概率，且這一結論在變換核心解釋變量和被解釋變量、變更估計方法和剔除直轄市樣本等穩健性檢驗后仍然成立。異質性分析表明，城市非農經濟比重高、所在村莊道路狀況良好、高農業收入占比和高受教育水平的家庭更容易通過農村產業融合發展擺脫家庭相對貧困。機制分析發現，農村產業融合發展可以顯著提高家庭農業生產效率和非農參與，同時助力提升人力資本水平并推進互聯網普及，符合“經濟增長、發展能力和社會保障”的相對貧困“三支柱”治理策略。本文的研究結論為加快推進農村產業融合發展和緩解家庭相對貧困提供了理論基礎和經驗支持。

關鍵詞：農村產業融合發展；家庭相對貧困；共同富裕

中圖分類號：F320.1文獻標識碼：A文章編號：1000?176X（2023）05?0114?16 ]

一、問題的提出

黨的二十大報告明確將“建成現代化經濟體系，形成新發展格局，基本實現新型工業化、信息化、城鎮化、農業現代化”列為新時代新征程下發展的總體目標之一。鄉村產業振興作為現代化經濟體系建設任務中的重要組成部分，不僅蘊含著巨大發展潛力，也面臨著諸多現實困境：一方面，傳統農業種養結構較為單一且后向延伸不充分，質量效益和比較效益低，農民生產積極性不高，土地撂荒問題嚴重；另一方面，農村二三產業長效發展機制尚不健全，粗放式經營模式下低端產業產能過剩、中高端產業發展不足，供求結構性失衡嚴重，農村優勢資源利用效率低。為強化農業基礎性地位、提升農村內在發展動力、拓展農村居民收入來源，2015年中共中央? 國務院印發《關于加大改革創新力度加快農業現代化建設的若干意見》，首次提出了推進農村一二三產業融合（下文簡稱“農村產業融合”）發展的理念。該理念提出之后，各地加快了農村產業創新融合的步伐，產業融合主體不斷涌現，優質安全的農產品供給大幅增加，“互聯網+”“旅游+”“生態+”等深入滲透并融入農業農村發展的各個領域和各個環節，新產業新業態提檔升級，融合主體間利益聯結機制更加緊密，農戶就業和增收渠道實現多元化拓展。農村產業融合發展過程中有效開發和利用地區優勢資源，不僅為農村發展注入新鮮活力，也為產業扶貧和產業脫貧找到了新的著力點和突破口。

黨的十八大以來，我國扶貧工作成效顯著，完成了消除絕對貧困和區域性整體貧困的艱巨任務，脫貧攻堅戰取得全面勝利。但這并不是我國扶貧工作的終點，由收入差距、能力不足和資源不均等問題引發的相對貧困現象雖得到一定程度的抑制但仍廣泛存在，全體人民共同富裕目標的實現任重而道遠。2020年12月，中共中央? 國務院《關于實現鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉村振興有效銜接的意見》，設定了由集中資源全面支持脫貧攻堅向鞏固拓展脫貧攻堅成果和全面推進鄉村振興轉變的5年過渡期。黨的二十大報告也提出，到2035年“農村基本具備現代生活條件，社會保持長期穩定，人的全面發展、全體人民共同富裕取得更為明顯的實質性進展”的總體目標。因此，如何建立相對貧困長效治理機制、高效推進鄉村振興和共同富裕成為我國“后扶貧時代”的重要改革發展任務。在此背景下，農村產業融合發展作為農村產業結構調整和現代化建設的重要創新理念，能否發揮相對貧困治理效能？其背后的作用機制又是什么？對上述問題的理論探討和實證檢驗具有重要的現實意義。

“相對貧困”是指在特定的生產生活條件和社會發展約束下，收入無法滿足除基本生存性需求之外的其他生活需求，且對于參照群體而言，在發展機會、教育、社會地位和生活質量等方面存在困境的生活狀態。已有學者從人力資本、金融知識和數字素養等個體特征，以及普惠金融、公共服務均等化和養老體制等外部環境方面研究相對貧困的致因和緩解措施，但鮮有學者關注農村產業發展模式和現狀對家庭相對貧困的影響。現階段，產業振興和結構轉型正如火如荼地展開，國家也先后出臺多項政策引導經濟轉型升級，農村產業融合發展就是其中之一?，F有關于農村產業融合發展的研究可追溯到20世紀90年代末。今村奈良臣正式將農業引入到產業融合框架中，并提出“六次產業”的概念，鼓勵農戶參與到農產品加工、流通和銷售過程中，通過產業鏈條后向延伸實現產銷一體化，使農戶分享更多二三產業增值帶來的利潤。隨著我國農村產業融合發展實踐的推進，國內學者對其內涵的研究不斷豐富，將農村產業融合發展的概念界定為以一二三產業間的融合滲透和交叉重組為路徑，以產業鏈延伸、產業范圍拓展和產業功能轉型為表征，以產業發展和發展方式轉變為結果，通過形成新技術、新業態、新商業模式，帶動資源、要素、技術、市場需求在農村的整合集成和優化重組。在農村產業融合發展水平測度方面，現有研究主要運用熵值法、層次分析法和產值貢獻度法，從農業產業鏈延伸、農業多功能發揮、農業服務業融合發展、城鄉一體化等多維度構造評價指標體系。

現有研究成果可歸納為三個方面：其一，評估農村產業融合發展的減貧效應。信息技術進步使產業關聯度逐漸加深、產業協調和融合發展勢頭不斷加快［1］，這不僅推進產業結構轉型升級，也逐漸成為消除貧困和促進鄉村振興的重要途徑［2］。農村產業融合作為產業發展中的主要趨勢和目標，在提高農業生產效率、增加農民接觸市場機會以及加快農業現代化進程中的作用愈發顯現［3-4］。其二，評估農村產業融合發展的農戶增收效應。李云新等［5］研究發現，農村產業融合發展可以通過延長產業鏈促進農產品價值增值，相較于傳統農業模式，參與香菇產業經營的農戶增收效應超過50%。朱桂麗和洪名勇［6］基于對西藏自治區拉薩、日喀則和山南三地的青稞種植情況調研發現，農村產業發展配套服務與農業經營組織建立利益聯結能夠顯著提高農戶收入水平。其三，探討農村產業融合發展對縮小農村居民收入差距的作用機制。李曉龍和冉光和［7］認為，農村產業融合發展可以通過促進農村經濟增長和加速城鎮化進程兩條途徑降低城鄉收入差距。齊文浩等［8］基于分位數回歸的研究表明，農村產業融合不僅可以促進農戶增收，而且有利于縮小農村地區的貧富差距。綜上，現有農村產業融合發展的相關研究對其概念界定、指標體系構建及效應評估進行了較為豐富的探討，但針對農村產業融合發展與家庭相對貧困直接關聯的研究尚有待完善：其一，對兩者間因果聯系的理論解析還有待深入，農村產業融合發展影響家庭相對貧困的內在邏輯分析亟待加強。其二，在實證檢驗方面，現有研究多關注農村產業融合發展的增收效應和緩解絕對貧困效應，對家庭相對貧困的研究相對匱乏，且未能給出嚴格的因果關系檢驗證據。

基于此，本文的邊際創新主要體現在以下三個方面：其一，梳理農村產業融合的制度背景和發展歷程，理論解構農村產業融合發展與家庭相對貧困治理的邏輯關聯性，并提出其作用機制。其二，綜合農村產業融合發展的內涵和模式，構建農村產業融合發展指標評價體系并計算發展指數，結合中國勞動力動態調查數據，實證檢驗農村產業融合發展對家庭相對貧困的影響。其三，以“同省份其他地級市農村產業融合發展指數均值”作為工具變量處理內生性問題，且通過替換核心指標、變換估計方法和子樣本回歸等方法保證研究結論的穩健性，同時結合地區和家庭特征進行異質性分析，為充分發揮農村產業融合發展的相對貧困治理效能提供實踐依據。

二、制度背景、理論分析與研究假設

（一）制度背景

改革開放初期，農村家庭聯產承包責任制的確立和人民公社的解體極大地調動了農戶生產的積極性，農業生產效率顯著提高。但隨著農副產品市場化改革的不斷深入，“小農戶、大市場”的矛盾開始凸顯并日益尖銳，以農戶為單位的農業生產經營基本單元無法滿足日益壯大的市場化需求，傳統的供銷社、農技站等涉農服務組織轉變滯后甚至陷入癱瘓狀態。1992年，黨的十四大作出建立社會主義市場經濟體制的歷史性決定。農業農村經濟發展機遇與現實困境交織，因而建立一種更高層次、更加適應社會經濟發展運行機制要求的農村經濟組織顯得更加迫切。為貫徹落實黨的十四大精神、轉變農村經濟發展現狀，濰坊市率先探索農業發展新路子，并于1993年初規劃“農業產業化”的發展路徑，即以“確立主導產業、實施區域布局、依靠龍頭帶動、發展規模經濟”為基本思路，通過發揮當地生產優勢，并結合市場需求，進行有特色的農業專業化、規?；鸵惑w化發展，同時鼓勵形成具有競爭優勢的龍頭企業，提升生產效率，帶動農民增收。20世紀90年代末，山東省率先實施農業產業化戰略并取得顯著成效，《人民日報》記者系統調研后發表社論《論農業產業化》并配發了三篇述評，基本確立了統一的農業產業化概念和內涵。至此，農業產業化思想在全國得到了廣泛傳播。2001年10月，全國農業產業化現場經驗交流會在濰坊市召開，農業產業化模式開始在全國推行并實施。自加入WTO以來，我國工商資本、民間資本和外來資本大量涌入農業產業化領域，規模經營理念進一步加深，農業規模效益顯著提升。截至2015年底，全國農業產業化組織達38.6萬個，輻射帶動農戶1.26億戶，產業化經營農戶年均增收3 380元。

在新常態背景下，我國經濟發展方式由規模速度型轉變為質量效率型，發展動力由要素投入轉向創新驅動，且隨著工業化和城鎮化進程的不斷加快，農業副業化、農村空心化和農民渙散化的新“三農”問題逐漸暴露，以提高規模經濟為主要目標的農業產業化經營開始向縱深發展。一方面，隨著農業產業化發展規模的壯大，內部分工不斷細化，產業群增加，產業鏈延伸，新興產業和邊緣產業產生；另一方面，其他產業逐步向農業滲透，產業間技術互補和融合加深，觀光型、生態型和綜合型農業等成為農村經濟增長新動力。2015年的中央一號文件正式提出推進農村一二三產業融合發展，相比于傳統的農業產業化發展模式，其更加注重產業的空間拓展［9］，引導二三產業向鄉鎮集聚，實現城鄉產業協調發展；更加強調產業的橫向拓寬，延長產業鏈，挖掘農業的非生產功能；更加促進產業的業態創新，滿足多樣化消費需求，豐富利益聯結機制。2017年，黨的十九大將農村產業融合發展列為未來農村發展三大工程之一。作為農業產業化的升級版，農村產業融合將逐漸形成長效發展機制并不斷為農村注入新的活力。2018年發改委組織有關部門和各級政府對農村產業融合發展現狀進行評估，形成《農村一二三產業融合發展年度報告（2017年）》，該《報告》指出，農村產業融合發展在促進農業增效、農民增收、農村繁榮方面的作用日益顯現。2019年，《國務院關于促進鄉村產業振興的指導意見》提出“力爭用5—10年時間，農村一二三產業融合發展增加值占縣域生產總值的比重實現較大幅度提高，鄉村產業振興取得重要進展”的目標要求。2020年，農業農村部印發《全國鄉村產業發展規劃（2020—2025年）》并提出“十四五”階段我國農村地區“產業融合發展水平顯著提高，農民增收渠道持續拓寬，農村產業發展內在動力持續增強”的規劃目標?？梢?，為實現新一階段農村發展目標，未來仍需持續加快主體融合、業態融合和利益融合進程，提高農村產業融合發展水平，實現鄉村振興。

（二）理論分析與研究假設

1.農村產業融合發展對家庭相對貧困的影響

與顯性的物質層面的絕對貧困不同，隱性的相對貧困更加突出由社會比較和社會排斥造成的發展權力和可行能力不足，故“后扶貧時代”的相對貧困治理工作不僅需要通過促進地區經濟發展提高相對貧困群體的收入，更需要關注發展機會、資源和服務的平衡分配，建立起經濟增長、發展能力提升和社會資源保障“三支柱”的長效治理機制［10］。農村產業融合發展作為探索鄉村現代產業體系過程中的新發展理念，在通過農業內部融合、鏈條延伸、多功能拓展和新技術滲透等多種模式促進農村經濟轉型升級的同時，也為農戶特別是低收入群體提供了更廣闊的就業機會和增收渠道。此外，農村產業融合發展過程中更多發展資源和便捷服務向農村地區流動，有利于彌補相對貧困群體在謀求發展時面臨的資金、技術和信息約束，形成良性發展循環?；谏鲜龇治?，筆者提出如下研究假設：

假設1：農村產業融合發展能夠緩解家庭相對貧困。

2.農村產業融合發展、農業生產效率與家庭相對貧困

農村產業融合發展以農業優勢資源為依托，采用現代科技手段和規模化管理模式提高農林牧漁業內部生產效率。一方面，在農村產業融合發展過程中，綜合地理區位優勢和市場消費升級的需要，配置土地和勞動力資源發揮規模效益，加快高端農業、設施農業和資源節約型農業發展，實現農副產品價值增值；另一方面，在農村產業融合發展中，融合主體間合作方式更加多樣，逐步形成風險共擔、互惠共贏的利益共同體，使農村家庭經營風險降低，專業化生產水平和農業參與積極性提高。已有研究證實，農業發展在緩解農村貧困中的作用較其他產業更為突出，且進入21世紀后，農業收入增長的減貧效果進一步增強［11］。在鞏固拓展脫貧攻堅成果和全面推進鄉村振興的關鍵期，農業可持續發展發揮著穩定器的作用，通過特色農業產業發展提高農業比較收益，帶動更多農戶充分參與到農業生產中，提高家庭農業生產效率并逐步擺脫相對貧困?；诖?，筆者提出如下研究假設：

假設2：農村產業融合發展通過提高家庭農業生產效率緩解家庭相對貧困。

3.農村產業融合發展、非農參與與家庭相對貧困

工業化和城鎮化進程中農村勞動力過剩問題越發嚴重，因而改變勞動力生計策略、促進農戶非農參與對推進鄉村振興和實現共同富裕具有重要意義。產業鏈延伸作為農村產業融合的實現方式之一，通過農業前向和后向關聯將農產品加工、包裝和運輸等多種經濟活動留在農村，為低技能閑散勞動力提供更多就業機會，使其可以充分利用自身技能，獲得除農業之外更多的勞動收入。此外，農村產業融合發展過程中主體間利益聯結方式增多且關系更加緊密，“土地租金+務工工資+返利分紅”等創新型利益分配方式增加了農戶的財產性和工資性收入［12］。一方面，非農參與增加直接發揮了增收效應，為家庭尋求更高品質生活和更多發展資源提供物質基礎；另一方面，非農參與增加也有效熨平了純農業生產家庭由于自然環境多變和市場價格波動所導致的收入不確定性［13］，提高家庭對抗外來沖擊的能力，降低其陷入相對貧困的概率?；诖?，筆者提出如下研究假設：

假設3：農村產業融合發展通過提高家庭非農參與緩解相對貧困。

4.農村產業融合發展、人力資本水平與家庭相對貧困

可行能力視角下的相對貧困超越了物質匱乏的內涵，其認為人力資本水平不足是使農戶陷入相對貧困狀態的根本原因［14］。長期以來，受思想觀念和收入水平的限制，農村家庭對于教育、技能和健康等人力資本重要性的認知相對不足，人力資本投資低，且城鄉二元結構影響下優質人力資源集聚城市，導致城鄉人力資本水平差距加大。農村產業融合發展戰略的實施將更多企業管理經驗和技術人才引入農村生產活動之中，同時對農戶進行技能培訓，提高人力資本水平與參與能力。與此同時，在在線支付、電商網購等新業態的大環境下，知識和技術水平成為發展的核心驅動力。隨著家庭收入的提高，為提升自身職業技能和知識水平以適應社會發展需求，農村低收入居民教育支出增加［15］?？梢姡r村產業融合發展能夠通過外在資源供給和農戶內在主動性提升等方面提高農村人力資本水平?；诖?，筆者提出如下研究假設：

假設4：農村產業融合發展通過提高人力資本水平緩解家庭相對貧困。

5.農村產業融合發展、互聯網普及與家庭相對貧困

信息作為一種賦能資源和無形資產，已成為促進經濟繁榮的重要生產要素。在生產生活中處于信息劣勢的農戶往往面臨更加嚴重的利益分配不均和發展資源不足等社會問題，更容易陷入相對貧困。已有研究表明，互聯網等信息資源普及可以在縮小城鄉差距［16］和減少各類貧困中發揮直接或間接的中介作用［17］。在新時期農村產業融合發展戰略的實施過程中，應強調持續加快互聯網在農村地區的普及和應用，實現互聯網、人工智能和5G等現代技術與農業的深度融合［18］，在降低生產成本的同時提高生產效率。另外，互聯網普及為新業態創新提供了更多方向和可能性，“田頭市場+電商企業+城市終端配送”等營銷模式有助于促進農村電子商務發展，激發農戶創新意識，為農村經濟注入新的活力?？梢姡r村產業融合發展戰略實施中推進互聯網普及等農村信息化建設，縮小“數字鴻溝”，可以使更多低收入群體享受到互聯網紅利?；诖?，筆者提出如下研究假設：

假設5：農村產業融合發展通過推進互聯網普及緩解家庭相對貧困。

三、數據來源與研究設計

（一）數據來源

本文的微觀數據來源于中山大學社會科學調查中心的2012年、2014年和2016年中國勞動力動態調查（China Labor-Force Dynamics Survey，CLDS）數據。該調查于2012年正式開始，采用輪換樣本追蹤方式，每兩年在我國城鄉范圍內開展問卷調查，形成反映勞動力個體、家庭和村莊社區變化的數據集。該數據集包含住戶成員特征、家庭就業狀況、收入和消費結構、社區發展等信息，使本文能夠在控制樣本特征的基礎上，分析農村產業融合發展對家庭相對貧困的作用機制。在數據處理方面，由于本文的研究對象為農村地區，依據家庭所在地區類型剔除城市樣本數據。根據家庭、個人和村莊編碼進行樣本數據的匹配和合并，獲得包含三個層次信息的完整農村樣本數據集。使用城市識別代碼，將2011年、2013年和2015年城市層面指標與微觀數據相匹配，得到涵蓋全國161個城市的15 133個農戶的非平衡面板數據。其中，城市層面數據來源于2012年、2014年和2016年《中國城市統計年鑒》、相應省市統計年鑒和年度統計公報等政府工作文件。

（二）模型設定和內生性討論

1.基準回歸模型

本文使用城市層面和農戶層面的非平衡面板數據，采用城市和時間雙向固定效應模型分析農村產業融合發展與家庭相對貧困之間的關系，構建模型如下：

[yict=α0+α1RICDct+α2Xict+λc+λt+μict]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（1）

其中，i表示家庭，c表示城市，t表示年份。被解釋變量[yict]反映農村家庭相對貧困狀況，為二值變量，符合相對貧困標準時設為1。解釋變量[RICDct]表示t年c城市的農村產業融合發展，用農村產業融合發展指數衡量。[Xict]表示包含家庭、個人、村莊和城市層面的控制變量。[λc]和[λt]分別表示城市和時間固定效應，用以控制城市層面和時間維度不可觀測因素對家庭相對貧困的影響。[μict]表示隨機擾動項。本文重點關注系數[α1]的方向和顯著性。

2.機制分析模型

為驗證理論分析中提出的4個潛在機制變量在農村產業融合發展影響家庭相對貧困中的作用，本文參考高鳴和魏佳朔［19］的做法，將農業生產效率、非農參與、人力資本水平和互聯網普及分別作為機制變量進行實證分析，構建模型如下：

[Mict=β0+β1RICDct+β2Xict+λc+λt+δict]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（2）

其中，[Mict]表示待檢驗的機制變量，[δict]表示隨機擾動項，其他變量含義同上。

3.內生性討論

結合本文的研究問題與模型設定，可能存在以下兩種情況導致內生性問題：其一，遺漏變量問題。盡管對家庭、個人、村莊和城市層面的特征進行了控制，且在模型中加入了城市固定效應和時間固定效應，但仍可能存在一些不可觀測因素同時對農村產業融合發展水平與家庭相對貧困產生影響，如家庭風險承受水平和創新能力等。其二，雙向因果關系。農村產業融合發展可能會緩解家庭相對貧困，但家庭和地區相對貧困程度越低，越可能具備發展農村產業融合的人力資本和基礎設施等條件，農村產業融合發展水平也就越高。因此，為了糾正潛在的內生性問題并驗證模型回歸結果的穩健性，本文借鑒呂越和鄧利靜［20］以城市所在省份內其他城市的指標均值為工具變量的方法，選取“同省份其他地級市農村產業融合發展指數均值”作為本文的工具變量。同省份其他地級市農村產業融合發展指數均值反映了該城市相鄰地域內農村產業融合發展水平，同省份農村產業融合發展水平較高時往往能夠發揮“示范效應”“鄰善效應”，為該城市農村產業融合發展提供經驗借鑒，帶動農村產業融合發展，故滿足工具變量的相關性要求。此外，其他城市農村產業融合發展水平不會直接影響該城市農戶的相對貧困狀態，即工具變量與回歸方程的擾動項不相關，滿足工具變量的排他性要求。

（三）變量的測度與說明

1.農村產業融合發展指數的測度

農村產業融合發展因其多樣的融合模式和地區特色而極具復雜性和綜合性，故難以使用單一指標評價其發展水平。本文參考農村產業融合發展指標測度相關文獻，運用綜合指數法從產業融合進程和融合績效兩個方面出發構建農村產業融合發展指數。產業融合進程方面結合“農業內部融合”“產業鏈條延伸”“多功能拓展”“新技術滲透”等融合模式，選取農業產業鏈延伸、農業多功能發揮和農業服務業融合三個一級指標；融合績效方面突出農村產業融合發展對農業、農村和農民的影響，選取城鄉一體化一級指標。此外，由于省份內部不同城市間農業發展水平、基礎設施狀況和資源稟賦差異較大，故本文在地級市層面細化和構建二級指標，以反映城市層面農村產業融合發展差異狀況，且在一定程度上能夠降低回歸結果偏誤，最終構建農村產業融合發展指標評價體系，如表1所示。

為消除數據的不同量綱，本文采用直線型閾值法對指標進行無量綱處理，計算公式為：

[x′jct=xjct-xminjxmaxj-xminj+1 ，正向指標xmaxj-xjctxmaxj-xminj+1，負向指標]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（3）

其中，[xjct]為指標評價體系中t年c城市的第j個二級指標，[x′jct]為標準化值，其值越大，說明該指標對農村產業融合發展指數的貢獻越大。

本文參考張林等［21］采用面板數據熵權法計算各指標權重[wj]，最終線性加權[RICDct=（j=1nwj×x′jct-1）×100]得到t年c城市的農村產業融合發展指數。根據上述方法，計算得到各地級市2011年、2013年和2015年農村產業融合發展指數整體和東中西部地區均值、極差和增長率均值，具體如表2所示。參考曹祎遐等［22］的研究，認為農村產業融合指數低于40為較低發展水平，處于40—60之間為中等發展水平，高于60為較高發展水平。由表2可知，對比分析不同地區和年份農村產業融合發展指數及其變化情況可以看出，此階段我國農村產業融合發展呈現以下特征：其一，由于2015年之前農村產業融合發展的理念和模式尚未厘清，各地級市農村產業融合發展處于自主探索階段，缺少可供借鑒的先進經驗和政府支持，各地農村產業融合均處于較低發展水平。其二，農村產業融合發展在很大程度上依賴于地區經濟發展基礎條件。經濟發達地區優質的企業資源和發展機會可以為農村產業融合提供相對良好的發展環境，區域經濟不平衡會導致農村產業融合發展地區間差異較大。平均來看，我國商品糧基地所在的東中部地區農村產業融合發展水平較高，而西部地區相對落后，總體呈現“東高西低”的特征。其三，從縱向變化來看，我國農村產業融合發展水平總體呈現上升趨勢，但增長率水平較低，尚未形成持續發展格局。與此同時，地區間差異不斷縮小，農村產業融合發展指數極差由2011年的28.717縮小為2015年的20.379。

2.家庭相對貧困的識別

收入比例法是應用最為廣泛的相對貧困線設定方法。2001年歐盟將貧困閾值設置為人均可支配收入中位數的60%，該閾值在其他發展中國家相當于人均可支配收入中位數的50%或40%。國內學者在此基礎上探索我國相對貧困線比重設置范圍［23］，大致形成30%—50%的標準比重，但基數選取存在差異。綜合國內外研究成果，本文以樣本所在年份全國農村人均年收入的40%作為相對貧困線，并在后續回歸中將其變更為30%和50%進行穩健性檢驗，基數為國家統計局公布的2011年、2013年和2015年我國農村居民人均收入，分別為6 977元、8 896元和11 422元。設置二元變量“相對貧困”，即家庭人均收入低于相對貧困線的家庭設定為1，否則為0。

3.機制變量

本文選取的機制變量如下：農業生產效率，采用家庭人均農業年收入的自然對數衡量。非農參與，以家庭收入來源情況為依據構建二元變量，家庭有非農收入時取值為1，否則為0。人力資本水平，采用家庭教育支出的自然對數衡量。互聯網普及，家庭使用電腦或手機上網時取值為1，否則為0。

4.控制變量

本文選取個人、家庭、村莊和城市特征因素作為控制變量。其中，個人特征包括：戶主年齡、戶主性別、戶主政治面貌、戶主戶口類型以及戶主受教育水平；家庭特征包括：家庭規模、土地面積和家庭成員關系；村莊特征包括：村莊地形、村莊勞動力人數、村莊距縣城區政府距離和村莊戶籍人口人均年收入；城市特征包括：規模以上工業企業數量、第二產業從業人員比重和第三產業從業人員比重。

主要變量定義及描述性統計結果如表3所示。

由表3可知，家庭相對貧困的均值和標準差分別為0.326和0.469，這說明樣本中32.6%的家庭處于相對貧困狀態。農村產業融合發展指數的均值和標準差分別為22.000和4.778，且最大值和最小值分別為35.008和9.976，說明不同家庭所處地區的農村產業融合發展水平存在“水平低、差異大”的特征。此外，其他變量的描述性統計結果與我國現實情況基本一致。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸結果與分析

基準回歸和工具變量估計結果如表4所示。

由表4可知，在控制城市和時間固定效應的情況下，逐步加入個人、家庭、村莊和城市層面的控制變量后，基準回歸結果均顯著為負，說明農村產業融合發展水平的提高能夠顯著降低家庭相對貧困發生的概率，假設1成立。從回歸系數來看，只有在加入村莊層面和城市層面控制變量后，回歸系數變動才較為明顯，導致該變動的原因可能是，農村產業融合的實施以村莊或城市等更高級別地域范圍為單位展開，回歸結果因村莊和城市特征差異而出現明顯不同?？刂谱兞繉彝ハ鄬ω毨У挠绊懪c理論預期一致。戶主作為家庭決策的主要參與者，其性別、年齡、受教育水平、政治面貌和戶口類型等特征對家庭相對貧困狀況產生重要影響，如戶主受教育水平越高的家庭更容易接受和適應社會發展需求，有利于擺脫家庭相對貧困。在家庭層面控制變量中，家庭成員人數越多，越不利于農戶擺脫家庭相對貧困；而家庭土地資源越多和家庭成員關系越融洽為農戶減少家庭相對貧困提供了更多正向支持。村莊特征中地形相對平坦、距離縣城或區政府較近的村莊交通運輸成本較低，便于農業生產及其后續加工、運輸等活動的開展，從而有效減少家庭相對貧困發生的概率。村莊戶籍人口人均年收入和勞動力人口數量代表村莊的經濟條件和人力資本條件，在一定程度上更容易吸引外界資本和技術，從而增加農戶增收機會，降低陷入家庭相對貧困的可能性。城市中規模以上工業企業數越多，越能夠為所在地居民提供更多非農就業機會，有利于擺脫家庭相對貧困。

（二）內生性檢驗

為在一定程度上緩解潛在的內生性問題，本文以同省份其他城市農村產業融合發展指數均值為工具變量進行兩階段回歸，第一階段回歸結果顯著為正，且通過了識別不足檢驗和弱工具變量檢驗，1工具變量有效性得到驗證。兩階段回歸結果與OLS回歸得到的結果一致，再次證明農村產業融合發展能夠緩解家庭相對貧困這一結論的穩健性。

（三）穩健性檢驗

為進一步驗證基準模型估計結果的穩健性，本文采用替換解釋變量、替換被解釋變量、更換為Logit模型估計方法和刪除直轄市樣本四種方式進行檢驗。

1.替換解釋變量

本文解釋變量是通過構建指標評價體系合成了農村產業融合發展指數，為排除指數計算方法對回歸結果的影響，通過變換無量綱處理和權重設置方法以檢驗基準回歸結果的穩健性。簡化指標無量綱處理過程，采用閾值參數進行標準化處理，公式如下：

[x′jct=xjctxmaxj，正向指標xminjxjct，負向指標]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（4）

同時采用相同的熵權法計算權重，加權[RICDct=（j=1nwj×x′jct）×100]得到變換閾值的農村產業融合發展指數。為排除指標權重設置對基準回歸結果的影響，對評價體系中指標進行等權重賦權處理，得到等權重的農村產業融合發展指數。將重新計算得到的兩組農村產業融合發展指數作為新的解釋變量，并分別對以所在年份全國農村人均收入的40%為標準識別的家庭相對貧困狀態進行回歸，所用控制變量和固定效應與基準回歸保持一致，結果顯示，替換解釋變量計算方法后回歸結果仍顯著為負，排除了指數計算方法的選擇對回歸結果可能產生的影響。

2.替換被解釋變量

目前，相對貧困線在收入基數和比重方面的選擇尚未統一，本文在基準回歸中選用所在年份全國農村人均收入的40%作為家庭相對貧困狀態的識別標準是否具有普遍適用性也需進一步檢驗。故本文通過替換相對貧困線的收入基數和比重，對回歸結果的穩健性進行驗證。將收入比重40%替換為30%和50%重新定義家庭相對貧困狀態，驗證農村產業融合發展對不同相對貧困群體的影響效果。結果顯示，改變相對貧困線收入比重并不會對回歸結果產生較大影響?？紤]到均值易受極端值影響，導致基于收入均值測度的相對貧困標準內生。因此，本文借助中國勞動力動態調查中2012年、2014年和2016年農村樣本數據，計算得到三個年度農村樣本家庭人均年收入中位數，并將農村樣本家庭人均年收入中位數的40%作為家庭相對貧困的識別標準，重新定義家庭相對貧困狀態并進行檢驗，回歸結果顯示，相對貧困收入基數的不同也未導致回歸結果發生較大變動，本文研究結論的穩健性得到進一步證實。

3.更換為Logit模型估計方法

本文在基準回歸中使用線性概率模型得到了較為直觀、更具經濟含義的回歸結果。為避免模型設定對結果的影響，本文將回歸模型更換為Logit模型進行穩健性檢驗。結果顯示，雖然Logit模型的回歸系數并不直接代表農村產業融合發展對家庭相對貧困影響的邊際效應，但其符號與基準回歸結果一致，且仍在1%的水平上顯著，驗證了本文研究結論的穩健性。

4.剔除直轄市樣本

我國直轄市區別于其他地級市，由中央政府直接管理，具有特殊的城市功能定位和優先扶持政策。綜合而言，我國直轄市的平均經濟發展水平一般較高，基礎設施相對完善，聚集了大量人才和優質企業，因此，農村家庭相對貧困狀況和政策實施進程可能較普通地級市不同。為排除城市行政級別對結果的干擾，本文刪除樣本中位于北京市、天津市、上海市和重慶市的家庭樣本重新估計。結果顯示，與基準回歸相比，估計系數有一定程度增大，但仍在1%水平上顯著，這說明農村產業融合發展抑制家庭相對貧困的作用在非直轄市城市也顯著存在。

（四）異質性分析

1.基于城市產業結構的異質性

城市產業結構反映了地區內勞動力、資金和自然資源的配置方式，其不僅能從整體上影響城市生態環境、空間分布和經濟發展建設，也會關系到每個家庭的勞動力流向和收入結構。因此，農村產業融合發展影響家庭相對貧困的效果是否會因家庭所在城市基期產業結構條件的不同而存在差異呢？基于此，本文以各地級市2010年全市第一產業產值占GDP比重的中位數為依據，將全部城市劃分為非農經濟比重低和非農經濟比重高兩組，分組進行回歸。如表5列（1）和列（2）所示，對于所在城市非農經濟比重高的家庭，農村產業融合發展對家庭相對貧困的抑制效果更顯著，而對于所在城市非農經濟比重低的家庭，回歸結果大小相同但不顯著。呈現這種差異可能的原因在于，非農經濟比重高的城市二三產業相對發達，發展經驗和資源更加豐富，市場需求更大更廣，家庭可以從農村產業融合發展進程中獲得更多的非農就業機會和發展空間，因而可以從更大程度上擺脫家庭相對貧困。

2.基于村莊道路狀況的異質性

村莊道路是農村家庭與外界溝通的重要渠道，道路狀況直接關系村莊經濟發展和家庭各項生產經營活動開展的成本［24］，故農村產業融合發展對家庭相對貧困的抑制作用可能也會因此而不同?；诖?，本文以村莊硬化道路比重的均值為依據，將樣本分為低硬化道路比重村莊和高硬化道路比重村莊兩組，分樣本討論農村產業融合發展對家庭相對貧困的抑制作用是否會因村莊道路狀況的不同而產生異質性。如表5列（3）和列（4）所示，在高硬化道路比重的村莊中，農村產業融合發展減少家庭相對貧困的效果更顯著。這說明良好的村莊道路狀況不僅直接降低了家庭走出去參與非農生產的交通成本，也便于家庭更多地從引進來的各種農村產業融合發展模式中尋求新的發展機會，拓展更多增收空間，進而更好地緩解家庭相對貧困。

3.基于家庭收入結構的異質性

在我國經濟和社會轉型的過程中，農村居民收入來源呈現多樣化和差別化特征。這不僅直接影響家庭收入水平和穩定性，導致家庭陷入相對貧困的概率不同，而且可能導致其參與農村產業融合的意愿和發展機會不同。為探究農村產業融合發展是否會對不同收入結構家庭的相對貧困狀況產生異質性影響，本文以樣本家庭農業收入占總收入比重的中位數為衡量標準，將樣本分為兩組進行回歸分析。如表5列（5）和列（6）所示，農村產業融合發展對家庭相對貧困的影響只在家庭農業收入占比較高的一組中顯著且影響更大。導致這一結果可能的原因在于，農業收入占比較高的家庭面臨更大的收入不穩定性，其參與產業融合進行生產方式創新的積極性更高；同時，農業收入占比更高的家庭對農業生產各個環節的參與程度和了解更多，更可能從農村產業融合發展的多種模式中發現機會，增加收入來源，在更大程度上減少家庭相對貧困的發生。

4.基于家庭受教育水平的異質性

受教育程度是影響家庭相對貧困的重要因素之一。與低受教育水平的家庭相比，高受教育水平的家庭更容易接受新知識、新方法和新技術，在社會發展進步中的增收機會更多，能夠更快地實現生活水平提升和階層跨越［25］。基于此，本文以戶主最高學歷的中位數為標準，將樣本分為高受教育水平和低受教育水平兩組，分組回歸分析農村產業融合發展對家庭相對貧困的影響在不同受教育水平家庭中的異質性。如表5列（7）和列（8）所示，農村產業融合發展只對高受教育水平家庭具有顯著的緩解相對貧困的作用，對低受教育水平的家庭影響不顯著。對這一結果的合理解釋是：一方面，高受教育水平的家庭具有較強的創新意識和學習能力，對新興事物的接受程度和參與意愿更高，更容易參與到農村產業融合發展之中；另一方面，農村產業融合發展使更多資金、技術和人才等資源流向農村，高受教育水平的家庭從農村“資本—技能互補性”提升中獲益更多，資本利用效率更高，增收能力更強，農村產業融合發展對家庭相對貧困的抑制效果更顯著。

五、機制分析

（一）農業生產效率

本文采用“家庭人均農業年收入的自然對數”作為農業生產效率的替代變量進行機制分析。如表6列（1）和列（2）所示，農村產業融合發展對農業生產效率的回歸系數為0.033，在1%的水平上顯著，且工具變量回歸結果仍顯著為正，這說明農村產業融合發展可以顯著提高農業生產效率。農村產業融合發展通過調整內部經營模式克服農業結構單一、市場空間不足的弊端，同時引進更多高新技術減少對自然資源的依賴，推進農業現代化、產業化發展，提高農業生產效率和可持續發展能力?，F有研究成果認為，農業經濟增長對農村減貧的拉動作用更顯著，且楊國濤等［26］研究發現，農業生產效率仍有較大提升空間，需以現代科學技術提升農業生產效率，進而形成減緩貧困的長效機制。上述實證結果與現有研究可以證實，農業生產效率是農村產業融合發展影響家庭相對貧困的重要機制之一，由此，假設2得以驗證。

（二）非農參與

本文以家庭收入來源為依據構建“非農參與”二元變量，即設定家庭有非農收入時取值為1，否則為0，將其作為機制變量進行機制分析。如表6列（3）和列（4）所示，農村產業融合發展對非農參與的回歸系數為0.010，在1%的水平上顯著，且工具變量回歸結果仍顯著為正，這說明農村產業融合發展可以顯著提高家庭非農參與水平。農村產業融合發展大力推動農業產前、產中和產后一體化發展，延長產業鏈條，擴大農村經濟發展空間，為農戶參與非農就業提供更多機會，同時農戶與企業間利益聯結模式不斷豐富創新，提高了家庭經濟來源的多樣性和穩定性。周力和邵俊杰［27］研究發現，在“城鄉中國”背景下，非農就業有利于降低農村居民客觀或主觀相對貧困發生的概率。宋嘉豪等［28］認為，非農就業可以通過增收效應和穩定效應兩種渠道降低家庭相對貧困。上述實證結果與現有研究可以證實，非農參與是農村產業融合發展影響家庭相對貧困的重要機制之一，由此，假設3得以驗證。

（三）人力資本水平

本文將“家庭教育支出的自然對數”作為家庭人力資本水平的替代變量進行機制檢驗。如表6列（5）和列（6）所示，農村產業融合發展對人力資本水平的回歸系數為0.038，在1%的水平上顯著，且工具變量回歸結果仍顯著為正，這說明農村產業融合發展可以顯著提高人力資本水平。農村產業融合發展不僅可以通過職業技術培訓直接提高農戶人力資本水平，還會在新業態創新的過程中加深農戶對人力資本重要性的認知，隨著農村產業融合發展的推進，農戶收入水平不斷提高，家庭教育和健康投資的資金約束持續降低，人力資本水平大大提升。斯麗娟［29］從農戶家庭特征和農戶家庭行為的角度出發，研究發現教育發展狀況滯后和勞動者素質不能適應現代產業發展要求是導致農戶長期貧困的重要因素之一，因而提高人力資本水平能夠從根本上降低家庭陷入相對貧困的概率。上述實證結果與現有研究可以證實，人力資本水平是農村產業融合發展影響家庭相對貧困的重要機制之一，由此，假設4得以驗證。

（四）互聯網普及

本文將“家庭是否通過電腦或手機使用互聯網”作為互聯網普及的代理變量進行機制檢驗。如表6列（7）和列（8）所示，農村產業融合發展對互聯網普及的回歸系數為0.005，在1%的水平上顯著，且工具變量回歸結果仍顯著為正，這說明農村產業融合發展可以顯著提高家庭使用互聯網的概率，進而推動互聯網普及?；ヂ摼W等基礎設施建設為農村產業融合發展帶來的又一項福利改善，通過將高新技術應用于各項農村生產經營活動并推進電子商務發展，可以實現效率提升和產品增值?；ヂ摼W普及也可以通過提高農戶信息能力、拓寬社會資本渠道和改變思想觀念等間接方式提高家庭增收能力。冀縣卿等［30］研究發現，互聯網嵌入可以有效提高家庭開展社會經濟活動的可行能力，減弱獲取就業信息、金融信息、交易信息和政務信息過程中的信息不對稱程度，降低生產經營、市場交易、就業創業中的信息談判及執行成本，進而拓展家庭緩解多維相對貧困的能力和路徑。上述實證結果與現有研究可以證實，互聯網普及是農村產業融合發展影響家庭相對貧困的重要機制之一，由此，假設5得以驗證。

六、研究結論和政策建議

目前，我國正處于由鞏固拓展脫貧攻堅成果向全面推進鄉村振興轉變的過渡期，也處于推進農村一二三產業融合發展和建立農村現代化產業體系的關鍵期，理解農村產業融合發展與相對貧困治理間的關聯和作用機制對我國全體人民共同富裕目標的實現具有重要意義。鑒于此，在梳理農村產業融合發展的制度背景和融合模式的基礎上，本文在地級市層面構建農村產業融合發展指數，并結合2012年、2014年和2016年中國勞動力動態調查數據的微觀農戶數據進行實證分析，主要得出以下結論：其一，在控制家庭、個人、村莊和城市特征的基礎上，農村產業融合發展會顯著降低家庭陷入相對貧困的概率，且這一結論在進行了工具變量回歸和一系列穩健性檢驗后仍成立。其二，農村產業融合發展對家庭相對貧困的影響呈現出異質性特征，非農經濟比重高的城市、具有良好道路狀況的村莊、高農業收入占比和高受教育水平的家庭，農村產業融合發展對家庭相對貧困的抑制效果更為顯著。其三，機制分析結果表明，農村產業融合發展可以通過提升農業生產效率、促進非農參與、提高人力資本水平和加快互聯網普及四個渠道減緩家庭相對貧困。

基于上述研究結論，筆者提出如下政策建議：

第一，落實各項扶持和試點政策，推進農村產業融合發展?，F階段，我國農村產業融合發展雖取得積極成效，但仍呈現出發展水平低和地區差異大等初級階段特征，體制和環境條件是關鍵障礙之一。城鄉資源要素流動存在諸多堵點，資金、技術和人才無法持續穩定向農村匯聚，進而難以形成良性循環發展態勢，阻礙農村產業融合發展進程。政府應加強農村產業融合發展規劃引導，并密切關注各項財政稅收、金融保險、用地制度、基礎設施建設和科技人才培訓等相關扶持政策的落地情況，切實破除地區要素制約障礙，打破部門分割和行業壟斷，為產業融合發展提供適宜優良的外部條件和政策環境。同時，也應積極組織先進發展經驗的交流分享和學習，從整體上提高農村產業融合發展水平，下好全國農村產業融合發展“一盤棋”。

第二，以農村產業融合發展為抓手建立現代鄉村產業體系，助力實現鄉村振興和共同富裕。鄉村振興，產業為要，政府應充分挖掘農村潛在資源、生態和文化的多元價值及功能，深化農業供給側結構性改革，培育新產業新業態新模式，拓寬農村經濟發展思路和空間。推進農村產業融合示范園建設，鼓勵新型職業農民和新型農業經營主體發揮示范帶動作用，為農村經濟引入現代工業標準和服務業人本理念，依托市場導向發展全產業鏈模式，推進一產往后延、二產兩頭連、三產走高端，逐步建立起集食物保障、原料供給、資源開發、生態保護、經濟發展、文化傳承、市場服務等產業于一體的復合型發展體系。

第三，加強產業融合宣傳和培訓，鼓勵更多農戶參與其中。農村產業融合發展理念的實施依托于需求側結構升級和現代化產業設施普及，而農戶由于信息不對稱和人力資本不足的限制對新生事物的了解和認可度偏低，難免對農村產業融合發展持觀望態度。因此，政府應加強農村產業融合不同發展模式的宣傳和普及工作，搭建信息化服務和創業孵化平臺，積極組織農戶尤其是低收入弱勢群體參與技能培訓并利用自身優勢切實參與農村產業融合發展。

第四，完善利益聯結機制，保障農戶財產權益?，F階段，農村產業融合主體間利益分配多以農產品買賣、土地租賃、勞動力雇傭為主，分紅型、股權型利益聯結形式還比較少，導致鄉村產業升級的大部分增值收益無法留在農村，也無法真正惠及農戶。政府應遵循將產業振興紅利更多留在農村的原則，加大對“訂單收購+分紅”“農民入股+保底收益+按股分紅”等緊密型利益聯結機制的鼓勵和補償，加強規則約束和違約處罰，維護健康有序的產業融合發展氛圍。

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CHEN Fei1，2，LI Ling2

（1. Economic and Social Development Research Institute， Dongbei University of Finance and Economics， Dalian 116025， China;2. College of Economics， Dongbei University of Finance and Economics， Dalian 116025， China）

Summary：Industrial revitalization is a strong driver of agricultural modernization and a key engine for consolidating and expanding the achievements made in poverty alleviation and advancing rural revitalization. However， the development of rural industry is still faced with the realistic dilemma of weak foundation and insufficient dynamism. How to solve the difficulties of industrial development and establish a long?term governance mechanism for relative poverty has become an important reform task. In view of this， this paper sorts out the development path and background of rural industrial convergence， constructs the index system of rural industrial convergence at the city level， and combines the micro data of China Labor?force Dynamics Survey in 2012， 2014 and 2016. The effects and mechanisms of rural industrial convergence on household relative poverty are analyzed by using the two?way fixed effects model and instrumental variable estimation.

It is found that rural industrial convergence can significantly reduce the probability of households falling into relative poverty， and this conclusion is still valid after the robustness tests. Further mechanism analysis shows that rural industrial convergence can significantly improve the agricultural production efficiency and non?agricultural participation of households， improving the level of human capital and the Internet penetration rate， in line with the relative poverty “three?pillar” governance strategy of “economic growth， development capacity and social security.” Heterogeneity analysis shows that rural households with a higher proportion of non?agricultural economy in the city， a larger proportion of hardened roads in the village， a higher proportion of family agricultural income and a higher level of education are more likely to get rid of relative poverty through rural industrial convergence.

Compared with previous literature， this paper quantifies the current situation of rural industrial convergence in prefecture?level cities on the basis of sorting out its context， and explores the theoretical mechanism of its impact on family relative poverty. This paper empirically examines the causal logic of them from the perspective of micro families， and further discusses the heterogeneous effects of rural industrial convergence on the relative poverty of households with different characteristics based on regional and household heterogeneity.

The conclusion confirms the prominent role of rural industrial convergence development mode in consolidating and expanding the achievements of poverty alleviation and alleviating relative poverty to some extent， which helps the government departments to formulate more targeted development plans under the goal of building a modernized economic system and for post?poverty alleviation work， promote the implementation of support and pilot policies related to rural industrial convergence， guide and ensure that various mechanisms for linking the interests of agricultural households and enterprises play their role， and guide more rural households to participate and share the dividends of industrial development， so as to achieve common prosperity at an early date.

Key words：rural industrial convergence; governance of relative poverty; common prosperity

（責任編輯：徐雅雯）

［DOI］10.19654/j.cnki.cjwtyj.2023.05.010

［引用格式］陳飛，李玲. 農村產業融合發展與家庭相對貧困治理［J］．財經問題研究，2023（5）：114-128，封三.

收稿日期：2023?03?15

基金項目：國家社會科學基金重大項目“就業優先、穩定和擴大就業的推動機制與政策研究”（21ZDA099）；國家自然科學基金面上項目“依托強化農地產權推進農村經濟轉型的理論解構、實證檢驗與路徑選擇”（72273018）；教育部人文社會科學研究項目“農村產業融合發展與相對貧困治理的邏輯關聯、實證檢驗及推進路徑研究”（22YJA790005）；遼寧省社會科學規劃基金項目“可持續生計框架下新型城鎮化對農村多維相對貧困的影響效應與對策研究”（L21CJY007）

作者簡介：陳 飛（1973-），男，吉林長春人，教授，博士，博士生導師，主要從事數量經濟和農業經濟問題研究。E?mail：cfei2000@163.com

李 玲（1998-），女（滿族），河北唐山人，博士研究生，主要從事農業經濟研究。E?mail：liling199812@163.com

1 工具變量估計中，第一階段結果是內生解釋變量（農村產業融合發展指數）對工具變量（所在省份其他城市的農村產業融合發展指數均值）的回歸，其他解釋變量均已控制，回歸系數為0.434，且在1%的水平上顯著。識別不足檢驗使用Kleibergen-Paap rk LM統計量，弱工具變量檢驗使用Cragg-Donald Wald F統計量，檢驗結果均拒絕原假設，說明不存在識別不足和弱工具變量問題。